2021-4-9 | 健康教育论文
本文作者：任杰 平杰 舒盛芳 杨烨 代俊 单位：上海体育学院 运动科学学院
研究方法
按分层抽样原则抽取上海地区小学三年级、五年级，初中二年级和高中二年级共４个年级的在读学生。实际发放并回收问卷４９７２份，调查范围包括８所小学、１２所初中、７所高中，其中，来自中心城区学校的样本３４１８份，郊区城镇学校的１５５４份。１．２问卷制作１．根据众多学者认同的学校、家庭和社区三位一体理论假设，通过查阅文献和专家访谈，从学生对体育教育的手段、内容、条件、效果等的体验程度制定问卷的最初条目。条目的回答和计分采用里克特５级评分方式，从“非常符合”到“很不符合”依次计５、４、３、２、１分。
５名专家对问卷进行评价和修订，删除不合理和意见不一致条目，保留专家均认可的５３个条目。３．为了使问卷的文字表述能够符合小学３年级学生的阅读能力，由两位小学语文老师对问卷进行文字上的修改，建立小学３年级学生专用的问卷复本。４．增加４个反向条目作为诚实度检测，这４个反向条目与问卷中另４个条目一一对应，内容一致，提问方式相反。最后的问卷条目总数为５７题。
在回收的问卷中，对超过５题未回答的问卷做废卷处理。另外，根据诚实度条目的测试，４道反向题与相应正向题的得分相差超过４分的问卷也做废卷处理，最终获得有效问卷３０５５份，有效率６１．４％。根据有效问卷总编号的奇偶抽取其中奇数号问卷（１５２８份）用于探索性因子分析和假设模型的建立，偶数号（１５２７份）问卷用于验证模型的适宜度。
首先，采用ＳＰＳＳ１５．０软件进行问卷的ＫＭＯ系数和Ｂａｒｔｌｅｔｔ球形检验以考察取样适当性，然后，对１５２８份问卷样本中的５３个条目变量进行主成分分析，再采用方差最大化的正交旋转，进行探索性因素分析，寻找独立的潜在因子。因素分析时根据以下原则进行条目筛选：１）条目变量的单个因子负荷值必须大于０．５；２）条目变量不能在２个以上因子上都有较高的负荷值；３）每个因子至少包含３个以上条目。根据潜在因子所包含的条目为潜在因子命名。
将探索性因子分析所得的潜在因子作为一阶因子，将学校教育、家庭教育、社区教育三者作为二阶因子。根据因子含义建立一阶和二阶因子间的路径关系，确立理论结构模型。采用ＡＭＯＳ７．０软件和另一半的１５２７份问卷样本对该理论模型进行适配性检验。采用ＳＰＳＳ１５．０对样本因子得分进行因子间和年级间的差异比较，显著性定在０．０１水平。
研究结果
本问卷的ＫＭＯ系数为０．９６６，Ｂａｒｔｌｅｔｔ球形检验的卡方值为３３３６６．９８（ｄｆ＝１２２５），显著性为Ｐ＜０．００１，说明相关矩阵有共同因素存在，该量表适宜进行因素分析。经多次条目筛选和因子旋转，本研究的探索性因素分析获取３１个条目，潜在因子７个，累计贡献率为６０．０４％。各条目变量的因子负荷及因子名称见表２。第１个潜在因子（Ｆ１）包含６个条目，主要涉及体育课的内容、形式等，因此，命名为“体育课程”；第２个潜在因子（Ｆ２）包含５个条目，条目内容反映社区的体育活动的开展，因此，命名为“社区教育”；第３个潜在因子（Ｆ３）包含与家长有关的５个条目，主要体现家长自身的习惯以及陪同和督促，因此，命名为“家长示范”；第４个潜在因子（Ｆ４）包含反映体育课堂之外的体育器材、场（馆）和教师的重视等６个条目，因此，命名为“学校条件”；第５个潜在因子（Ｆ５）有３个条目，反映了家长在体育锻炼上的经济投入，因此，命名为“经济支持”；第６个潜在因子（Ｆ６）所包含的３个条目反映教育制度的要求，因此，命名为“教育制度”；第，７个潜在因子（Ｆ７）包含的３个条目都是反映学生的体育锻炼目的，因此，命名为“个体认知”。各因子的贡献率如表２所示，其中，体育课程和社区教育因子有较高的权重，显示其在模型中重要性。
采用ＡＭＯＳ软件进行验证性因素分析。将前述７个因子作为一阶因子，学校、家庭和社区教育等３个因子作为２阶因子。根据各因子的含义，其中，“体育课程”、“学校条件”、“教育制度”、“个体认知”与学校教育的关联密切，“家长示范”和“经济支持”可归为家庭教育因素，因此，建立理论模式路径图如图１所示。模型的估计方法为极大似然法，样本数据为探索性因素分析之外的另一半样本数据１５２７份。结果显示，模型的拟合度很好。模型参数：ＲＭＳＥＡ＝０．０４５，ＧＦＩ＝０．９３，ＡＧＦＩ＝０．９２，ＮＦＩ＝０．９１，ＣＦＩ＝０．９３，ＩＦＩ＝０．９３。标准化路径参数显示，２阶因子和１阶因子间以及２阶因子间的关联度都在０．７以上。这表明，本研究依据学校、家庭和社区三位一体体育健康教育模式的理论假设得到较好的验证。
根据因子分析的结果，中、小学生体质健康教育共包含７个潜在因子。由于每个因子包含的问题变量数不同，因此，各因子得分用该因子所包含各题得分的平均值来表示。对该７个潜在因子的得分进行单因素重复测试方差分析，Ｍａｕｃｈｌｙ球形检验显示，Ｐ＜０．０５，需要进行修正。采用Ｇｒｅｅｎｈｏｕｓｅ－Ｇｅｉｓｓｅｒ法进行修正后，因子主效应显著，Ｆ（５．０８，１５５２１．２５）＝１１０６．５４，Ｐ＜０．０１；Ｇａｍｅｓ－Ｈｏｗｅｌｌ法多重比较显示，７因子除学校条件和教育制度之间无显著性差异以外，其余两两间均存在显著差异（Ｐ＜０．０１），因子得分从大到小顺序为：体育课程＞个体认知＞教育制度＞学校条件＞家长示范＞经济支持＞社区教育。
根据前述有关三位一体青少年健康教育模式，计算出３个二阶因子的得分。由于每个二阶因子所包含的一阶因子数不同，因此，二阶因子的得分用其所包含的一阶因子得分的平均值来表示（图３）。采用４（４个年级）×３（３类教育）两因素方差分析，检验不同年级学生所受三方面健康教育程度的差异。Ｍａｕｃｈｌｙ球形检验显示，Ｐ＜０．０５，需要进行修正。采用Ｇｒｅｅｎｈｏｕｓｅ－Ｇｅｉｓｓｅｒ法进行修正后，教育类型主效应显著，Ｆ（１．９３，５９００．１３）＝１６８３．０９，Ｐ＜０．０１，表明在健康教育方面，学生对学校教育的认可度高于家庭教育，家庭教育高于社区教育；年级主效应显著，Ｆ（３，３０５１）＝１２０．７８，Ｐ＜０．０１，表明随着年级升高，学生对健康教育的认可度逐渐下降；两者的交互作用显著，Ｆ（５．８０，５９００．１３）＝１４．５８，Ｐ＜０．０１，说明在不同年级上，学生对三类教育的认可程度的差异程度不同。单纯主效应及多重比较显示，各年级组的学校、社区和家庭教育之间的差异均具有显著性。从均值的变化程度看，在初２和高２年级，对家庭教育和社区教育的认可度差异较大，小学３年级和５年级学生对家庭教育和社区教育的认可度差异较小。